周 滔，鄭 旭

（重慶大學(xué)管理科學(xué)與房地產(chǎn)學(xué)院，重慶 400045）

一、引言

長久以來，農(nóng)村地區(qū)在信息化進程中處于劣勢，相對城市產(chǎn)生了以非均衡的信息化水平為表象的數(shù)字鴻溝，數(shù)字鴻溝實質(zhì)是經(jīng)濟鴻溝，經(jīng)濟差異導(dǎo)致了數(shù)字鴻溝，而數(shù)字鴻溝又反過來制約經(jīng)濟均衡發(fā)展（金春枝等，2016），進而加劇農(nóng)村“數(shù)字貧困”。信息化有著重構(gòu)社會經(jīng)濟的潛力（Lechman等，2019），自2018年中央1號文件首次提出“數(shù)字鄉(xiāng)村”戰(zhàn)略以來，農(nóng)村信息化作為脫貧攻堅與鄉(xiāng)村振興的重要抓手，可為處于“數(shù)字洼地”的農(nóng)村地區(qū)帶來數(shù)字便利，盡管這也可能產(chǎn)生生產(chǎn)率悖論現(xiàn)象（Brynjolfsson等，1993）。農(nóng)村地區(qū)的主體產(chǎn)業(yè)仍是農(nóng)業(yè)，生產(chǎn)效率是農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的核心（李士梅等，2017），如何將農(nóng)村信息化建設(shè)成果轉(zhuǎn)化為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力關(guān)乎鄉(xiāng)村振興的有效實施。

現(xiàn)有關(guān)于信息化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率作用效果的研究尚未達成一致性結(jié)論，一部分學(xué)者認為信息化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的作用是積極的（于淑敏等，2011；韓海彬等，2015；高楊等，2018），但也有學(xué)者指出考慮到農(nóng)村的信息化現(xiàn)狀，信息化并不能成為破解農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展難題的速效方案（Malecki，2003；Salemink等，2015）。從研究對象上看，現(xiàn)有文獻較多從全國或省域?qū)用婵疾煨畔⒒瘜r(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響（韓海彬等，2015；于淑敏等，2011），但往往忽略了信息化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響存在區(qū)域異質(zhì)性；也有研究從微觀調(diào)研數(shù)據(jù)中考察，具有較強的針對性，但尚未找到充足的證據(jù)表明信息化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的促進作用，一些研究將其歸咎于農(nóng)村人力資本的制約（朱秋博等，2019；Oreglia，2013）。

信息化對經(jīng)濟效率的影響具有明顯的階段性與異質(zhì)性（杜傳忠等，2016），故農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響多元且復(fù)雜。首先，農(nóng)業(yè)規(guī)模、生產(chǎn)模式與城鎮(zhèn)化、工業(yè)化水平直接關(guān)聯(lián)（董梅生等，2014），信息化通過改變農(nóng)村生產(chǎn)要素結(jié)構(gòu)引導(dǎo)上述關(guān)系變化，不同城鎮(zhèn)化與工業(yè)化發(fā)展階段，信息化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響將有所不同。其次，信息技術(shù)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的結(jié)合受制于技術(shù)水平、管理能力、資源結(jié)構(gòu)等因素，落后地區(qū)或落后細分行業(yè)可能無法有效吸收信息技術(shù)帶來的變革機會（何小鋼等，2019），使信息化的影響效果產(chǎn)生差異。因此，信息化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響并非均質(zhì)，兩者在動態(tài)變化過程中具有不同閾值（韓海彬等，2015），同時由于信息技術(shù)傳播廣、速度快等特點，信息化水平除了影響本地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)外，還將通過擴散作用對鄰近地區(qū)產(chǎn)生溢出效應(yīng)（高楊等，2018；Salemink等，2015）。信息化的門檻效應(yīng)和溢出效應(yīng)在時間和空間上相互影響，現(xiàn)有研究尚未將上述時空效應(yīng)置于同一視角下考慮，更未對其作用機理進行梳理闡述。

因此，本文基于信息化水平相對較高的江浙皖贛地級市數(shù)據(jù)，將研究尺度縮小至地市級以兼顧區(qū)域內(nèi)部差異，系統(tǒng)梳理農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的時空影響機理，探索農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的非線性空間影響效應(yīng)，將豐富兩者間影響機理的理論探討，挖掘兩者的實際交互機制，對建設(shè)“數(shù)字鄉(xiāng)村”、“數(shù)字農(nóng)業(yè)”具有重要參考價值。

二、理論分析

現(xiàn)有研究表明農(nóng)業(yè)TFP受農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)、技術(shù)水平、勞動力資源、國民經(jīng)濟結(jié)構(gòu)等因素直接影響（高帆，2015；彭甲超等，2021；龍少波等，2021）。農(nóng)村信息化通過降低信息傳播成本（Salemink等，2015），助力于農(nóng)業(yè)信息技術(shù)推廣（Okeke等，2015），經(jīng)信息滲透、技術(shù)革新及知識溢出引致技術(shù)創(chuàng)新擴散（劉笑明等，2006），不斷影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)和技術(shù)水平，但同時也伴隨著新技術(shù)的使用代價，改變了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本。信息技術(shù)的普及助推城鄉(xiāng)間互聯(lián)互通，使生產(chǎn)性資源在整個經(jīng)濟體中競爭更便利，以人力資本為代表的資源配置在行業(yè)和空間范圍內(nèi)動態(tài)變化（許大明等，2004），改變了農(nóng)業(yè)資源稟賦，從而影響農(nóng)業(yè)TFP。此外，信息化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的溢出效應(yīng)和門檻效應(yīng)得到現(xiàn)有研究的支持。因此，本文從生產(chǎn)成本和資源稟賦兩個層面梳理農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的影響機制，并分析其溢出效應(yīng)和門檻效應(yīng)。

（一）影響機制

農(nóng)村信息化主要通過“打通城鄉(xiāng)資源互通渠道”和“降低農(nóng)業(yè)信息成本”兩條路徑影響農(nóng)業(yè)TFP，影響機制如圖1所示。

一方面，農(nóng)村信息化可以打通城鄉(xiāng)資源互通渠道，進而改變農(nóng)業(yè)資源配置。城鄉(xiāng)間互聯(lián)互通有利于打破農(nóng)村資源單向輸出的困境，為資源下鄉(xiāng)提供便捷通道（張興旺等，2019），進而推動資源向農(nóng)業(yè)集聚，產(chǎn)生投資規(guī)模效應(yīng)；但除信息化設(shè)施外，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重構(gòu)過程中還需要管理水平等多種投入要素的有效配合才能對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營產(chǎn)生貢獻（Brynjolfsson等，2002），農(nóng)村很可能因生產(chǎn)條件不足及配套設(shè)施落后而產(chǎn)生投資冗余，致使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)績效達不到預(yù)期（賈鋮等，2020）。在資本逐利趨向與農(nóng)業(yè)市場供需結(jié)構(gòu)的雙重作用下，及時有效的市場信息傳遞促使資源加速向收益更高的作物結(jié)構(gòu)聚集；但同時也將加劇行業(yè)間資源配置的替代效應(yīng)，信息化在一定程度上解除了農(nóng)村、農(nóng)業(yè)與農(nóng)民的捆綁，城鄉(xiāng)之間、行業(yè)之間的資源壁壘降低，相對弱勢的農(nóng)業(yè)很容易受到高附加值行業(yè)的資源抽吸，資本、土地及人力資源等要素將會在信息化帶來的新機會面前主動轉(zhuǎn)向非農(nóng)行業(yè)（Min等，2020），激化農(nóng)業(yè)的資源獲取劣勢；仍選擇從事農(nóng)業(yè)的人力資源可能由于技術(shù)能力受限而不具備從信息化中獲取有用知識的能力，尤其是在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方面，換言之，農(nóng)村信息化并不一定帶來農(nóng)業(yè)信息化。

另一方面，農(nóng)村信息化可以降低農(nóng)業(yè)信息成本，進而影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)交易成本。信息化設(shè)施設(shè)備使信息可以在無形的網(wǎng)絡(luò)中傳輸，農(nóng)村“面面相傳”的信息傳遞方式變得“網(wǎng)絡(luò)化”，有利于打破農(nóng)民獲取技術(shù)的信息壁壘，降低農(nóng)業(yè)技術(shù)等生產(chǎn)性資源的利用門檻（Okeke等，2015），并基于示范作用實現(xiàn)農(nóng)戶間、組織間的技術(shù)擴散（劉笑明等，2006），先進的農(nóng)業(yè)技術(shù)得以推廣；農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈通過信息化源源不斷地接收市場行情、生產(chǎn)技術(shù)甚至頂層設(shè)計等信息，并借此對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)選擇做出合理決策（鐘義信，2013），有效降低由信息不對稱導(dǎo)致的交易成本（Salemink等，2015）。但信息化引致的合理決策和資源配置變化通常帶來農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重構(gòu)①農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重構(gòu)對農(nóng)業(yè)的影響是辯證的，若重構(gòu)有效，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本將進一步降低，若重構(gòu)無效，農(nóng)民并未準確衡量重構(gòu)帶來的成本和收益以至于作出錯誤決策，或是受虛假信息干擾，或是由于生產(chǎn)要素之間的匹配程度不足，將導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本增加，本文稱之為農(nóng)業(yè)調(diào)整成本。及由此產(chǎn)生的調(diào)整成本（陳歡等，2018），農(nóng)民需準確衡量生產(chǎn)重構(gòu)的成本和收益才能做出合理決策，決策時還可能出現(xiàn)由虛假信息造成的損失（王艷霞等，2006），若農(nóng)民無法將信息有效整合為知識，可能導(dǎo)致信息過載問題，反而會對農(nóng)民正常的生產(chǎn)生活造成嚴重負面影響（藺豐奇等，2007）。

（二）溢出效應(yīng)

農(nóng)村之間的信息化水平不盡相同，信息和技術(shù)創(chuàng)新首先為發(fā)達地區(qū)采用，隨后才有可能擴散至落后地區(qū)（Salemink等，2015）。技術(shù)擴散存在強烈的區(qū)域傳染效應(yīng)，信息技術(shù)通過“擴散—吸納—共享”的路徑將引發(fā)“數(shù)字洼地”的模仿行為（Song等，2020），影響鄰近地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，產(chǎn)生擴散效應(yīng)；但信息化程度較高的農(nóng)村也會憑借信息便利吸引更多資源，以致相鄰地區(qū)缺少農(nóng)業(yè)優(yōu)化所需要的各類要素，進而拉大地區(qū)間的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力差距（彭繼增等，2019），產(chǎn)生回波效應(yīng)。農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的空間溢出效應(yīng)如圖2所示。

圖2 農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的空間溢出效應(yīng)

（三）門檻效應(yīng)

隨著信息化在農(nóng)村的進一步發(fā)展，農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的影響將達到一個或多個門檻值，跨越門檻值后，農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的動態(tài)影響可能產(chǎn)生3種不同的效果，如圖3所示。首先，信息化推動著農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)化，即農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，在生產(chǎn)經(jīng)營管理、市場流通效率、農(nóng)業(yè)環(huán)境等方面促進農(nóng)業(yè)的資源匹配與協(xié)調(diào)發(fā)展（梅方權(quán)，2001）；此外，信息化對經(jīng)濟影響的時滯性也得以消除，生產(chǎn)要素在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重構(gòu)調(diào)整中趨于合理（Brynjolfsson等，1993），降低了前述調(diào)整成本，使前述積極影響不斷加強、消極影響不斷減弱。其次，在信息化與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的動態(tài)演變過程中，可能存在一個動態(tài)均衡的作用面，由于這種平衡作用，農(nóng)業(yè)TFP隨著農(nóng)村信息化呈均衡變化（賈鋮等，2020）。最后，高水平的信息化可能加劇農(nóng)村信息過載問題，農(nóng)民接受知識并轉(zhuǎn)化成生產(chǎn)力的能力有限（藺豐奇等，2007），使某些生產(chǎn)要素投入匹配不上信息化帶來的生產(chǎn)理念；此外，區(qū)位條件和基礎(chǔ)設(shè)施的劣勢使農(nóng)村的信息化成本高昂，在一定程度上將限制信息化市場在農(nóng)村的進一步布局（Salemink等，2015），導(dǎo)致信息化邊際報酬遞減，使前述積極影響不斷減弱、消極影響不斷加強。

圖3 農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的門檻效應(yīng)

三、數(shù)據(jù)、變量與研究方法

（一）研究區(qū)域

基于數(shù)據(jù)的可獲得性及樣本的多樣性，選取地域相連、信息化發(fā)展水平存在差異的江浙皖贛地級市為研究對象，剔除數(shù)據(jù)嚴重缺失的宜春和上饒，共49個地級市。農(nóng)業(yè)部于2007年印發(fā)了《全國農(nóng)業(yè)和農(nóng)村信息化建設(shè)總體框架（2007-2015）》，對農(nóng)村信息化建設(shè)具有重要推動作用，故時間范圍選取為2008～2019年。

（二）數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量

被解釋變量為農(nóng)業(yè)TFP（Atfp），其中，產(chǎn)出變量：2008年不變價的第一產(chǎn)業(yè)增加值（高帆，2015）；投入變量：勞動力投入，選用全社會第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員衡量；土地投入，選用農(nóng)作物播種面積衡量；資本投入，由于現(xiàn)有統(tǒng)計數(shù)據(jù)并未對農(nóng)業(yè)資本投入有清晰明確的衡量，故參考現(xiàn)有研究（方福前等，2010；高帆，2015），選取農(nóng)業(yè)中間投入來替代，分別是農(nóng)業(yè)機械總動力、農(nóng)村用電量、化肥施用量（折純量）。

為保證數(shù)據(jù)的可比性，以上數(shù)據(jù)均優(yōu)先選取各省統(tǒng)計年鑒，若出現(xiàn)數(shù)據(jù)缺失，再從各地級市統(tǒng)計年鑒、公報、統(tǒng)計局官網(wǎng)及其他統(tǒng)計資料中補充。農(nóng)業(yè)TFP測算方法選擇DEA-Malmquist指數(shù)法②DEA-Malmquist指數(shù)法計算的TFP需要換算成累積形式，在計算時將2007年也考慮在內(nèi)，令2008年的TFP為其本身，其余年份利用前面年份的農(nóng)業(yè)TFP指數(shù)累積相乘得到其農(nóng)業(yè)TFP指數(shù)。。

2.核心解釋變量

核心解釋變量為農(nóng)村信息化水平（Info），基于農(nóng)村信息建設(shè)現(xiàn)狀，參考現(xiàn)有文獻（高楊等，2018；韓海彬等，2015），結(jié)合數(shù)據(jù)可獲得性，構(gòu)建的農(nóng)村信息化評價指標包括：農(nóng)村居民家庭每百戶彩色電視機擁有量、農(nóng)村居民家庭每百戶移動電話機擁有量、全市人均郵電業(yè)務(wù)量（經(jīng)GDP平減指數(shù)消除價格影響）、全市互聯(lián)網(wǎng)寬帶普及率（全市互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入用戶數(shù)與常住人口數(shù)之比）③鑒于目前農(nóng)村信息化市級數(shù)據(jù)統(tǒng)計現(xiàn)狀，信息化指標的城鄉(xiāng)界限并不明顯，故后兩個指標選取了全市統(tǒng)計指標。。其中，前兩個指標來自各市統(tǒng)計年鑒，后兩個指標來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》。農(nóng)村信息化水平測算方法選擇熵值法。

3.控制變量

參考高帆（2015）、高楊等（2018）、韓海彬等（2015）研究，選取的控制變量為：財政支農(nóng)力度（Sup），由于研究區(qū)域內(nèi)城鎮(zhèn)化水平普遍較高，若按照現(xiàn)有做法以財政支出中農(nóng)林水事務(wù)支出占比衡量財政支農(nóng)水平很可能失真（高帆，2015），故選用單位一產(chǎn)增加值中農(nóng)林水事務(wù)財政支出衡量，采用GDP平減指數(shù)消除價格影響；農(nóng)業(yè)地位（Stat），選用第一產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重衡量；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)（Stru），選用糧食作物播種面積占農(nóng)作物總播種面積比重衡量；農(nóng)業(yè)機械化水平（Mech），選用單位農(nóng)作物播種面積中農(nóng)業(yè)機械總動力衡量。數(shù)據(jù)來源與因變量相同。

（三）數(shù)據(jù)處理

為減小異方差影響，以是否具有正態(tài)分布趨勢決定是否對變量取對數(shù)處理（Yuan等，2020），結(jié)果顯示農(nóng)村信息化水平（Info）和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)（Stru）采用原始值，其余變量進行對數(shù)處理。對變量進行相關(guān)系數(shù)分析和方差膨脹因子（VIF）檢驗，結(jié)果見表1，表明變量間不存在相關(guān)性問題和多重共線性問題。

表1 相關(guān)性檢驗和共線性檢驗結(jié)果

（四）模型構(gòu)建

1.門檻模型

Hansen（1999）提出的門檻模型可用于估計門檻值和檢驗門檻效應(yīng)的顯著性，故采用門檻模型，檢驗農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的門檻效應(yīng)：

其中，i和t分別為地區(qū)和時間；Atfpit為農(nóng)業(yè)TFP指數(shù)；Infoit為農(nóng)村信息化水平，λ為待估計的門檻值；I為示性函數(shù)，根據(jù)門檻值的約束相應(yīng)取1或0；Xit為一組對農(nóng)業(yè)TFP指數(shù)產(chǎn)生影響的控制變量，Xit=[Supit，Statit，Struit，Mechit]，Sup為財政支農(nóng)力度，Stat為農(nóng)業(yè)地位，Stru為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，Mech為農(nóng)業(yè)機械化水平；β為變量系數(shù)；ε為隨機擾動項；ci為個體固定效應(yīng)；ut為時間固定效應(yīng)。

2.空間計量模型

農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的空間溢出效應(yīng)主要作用機理如下：（1）鄰近地區(qū)間農(nóng)業(yè)TFP的相互影響（即Atfpj對Atfpi的影響）；（2）鄰近地區(qū)農(nóng)村信息化對本地區(qū)農(nóng)業(yè)TFP的影響（即Infoj對Atfpi的影響）；（3）鄰近地區(qū)未納入模型考慮的因素對本地區(qū)農(nóng)業(yè)TFP的影響（即εj對Atfpi的影響）。因此，將農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的空間溢出模型設(shè)定為：

其中，Wij表示n×n矩陣；ρ表示被解釋變量空間回歸系數(shù)；φ表示解釋變量回歸系數(shù)；θ表示解釋變量空間回歸系數(shù)；δ表示空間誤差回歸系數(shù)，其他變量定義同前。當(dāng)ρ≠0而θ=0時，模型為空間滯后模型（SLM）；當(dāng)δ≠0而ρ=0時，模型為空間誤差模型（SEM）；當(dāng)ρ≠0和θ≠0而δ=0，模型為空間杜賓模型（SDM）。3種模型需根據(jù)LM檢驗、Robust-LM檢驗、LR檢驗和Wald檢驗結(jié)果選擇（LeSage等，2009），并識別模型中的個體效應(yīng)和時間效應(yīng)。

上述模型系數(shù)受反饋效應(yīng)干擾，為更加準確地識別農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的溢出效應(yīng)，還需要對模型進行偏微分分解（LeSage等，2009），就SDM模型而言，模型可轉(zhuǎn)化為：

其中in=[1，0，…，0]n，令（in-ρW）-1=B（W），B（W）（inβr+Wθr）=Sr（W），則上式可轉(zhuǎn)化為：

在此基礎(chǔ)上，得出農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的直接影響和間接影響，即：

其中，直接效應(yīng)表示本地區(qū)農(nóng)村信息化水平對本地區(qū)農(nóng)業(yè)TFP的影響，間接效應(yīng)表示鄰近地區(qū)農(nóng)村信息化水平對本地區(qū)農(nóng)業(yè)TFP的影響。

3.空間門檻模型

農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的門檻效應(yīng)和溢出效應(yīng)同時存在并互相影響，借鑒Yuan等（2020）的思路，為同時考慮門檻效應(yīng)和溢出效應(yīng)，建立空間門檻模型，具體步驟為：以門檻模型中識別出的可靠門檻值為依據(jù)，假設(shè)農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP具有門檻λ1，λ2，……，λn，當(dāng)農(nóng)村信息化水平小于λ1時，構(gòu)建虛擬變量d1=1，否則d1=0；當(dāng)農(nóng)村信息化水平大于λ1而小于λ2時，構(gòu)建虛擬變量d2=1，否則d2=0；以此類推共有d1，d2，……，dn，dn+1，將各虛擬變量分別與農(nóng)村信息化水平構(gòu)建交互項，如式（8）所示?？臻g面板門檻模型依然適用于將影響效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。

其中，τ和π分別表示門檻SDM模型中各解釋變量的回歸系數(shù)和空間回歸系數(shù)，其他變量定義同前文。

4.空間權(quán)重矩陣的設(shè)定

構(gòu)建合理的空間權(quán)重矩陣對空間效應(yīng)的識別至關(guān)重要，為避免由空間權(quán)重設(shè)定不全面導(dǎo)致的結(jié)論差異，將常見的空間權(quán)重矩陣均納入考慮，分別是：（1）基于鄰接關(guān)系的鄰近空間權(quán)重矩陣W1；（2）基于地理距離的反距離空間權(quán)重矩陣W2，其中地區(qū)間距離采用歐氏距離衡量；（3）基于地理距離和經(jīng)濟距離的嵌套空間權(quán)重矩陣W3，除地理因素外，經(jīng)濟因素對生產(chǎn)效率的空間分布也將產(chǎn)生影響，故采用人均實際GDP衡量經(jīng)濟水平，并與地理距離進行嵌套形成經(jīng)濟地理距離嵌套空間權(quán)重矩陣。

四、模型估計與結(jié)果分析

（一）農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的門檻效應(yīng)

本文以農(nóng)村信息化水平為門檻變量，農(nóng)業(yè)TFP為被解釋變量，按照式（1）④Hausman檢驗結(jié)果表明應(yīng)使用固定效應(yīng)模型，效應(yīng)選擇結(jié)果表明選擇個體時間雙固定效應(yīng)。對變量進行門檻效應(yīng)檢驗，結(jié)果表明計量分析應(yīng)選單門檻模型（門檻值為0.339）。為進一步分析農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的門檻效應(yīng)，將Info＜0.339的農(nóng)村信息化水平定義為低水平，包含421個樣本，將Info＞0.339的農(nóng)村信息化水平定義為高水平，包含167個樣本。

門檻值確定后，對式（1）進行參數(shù)估計，并與固定效應(yīng)模型進行對比分析，由表2可知，考慮門檻效應(yīng)后，模型顯著性明顯提高。結(jié)果顯示，農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的消極影響大于積極影響，總體上產(chǎn)生抑制作用，存在生產(chǎn)率悖論。信息化對農(nóng)業(yè)資源配置優(yōu)化的推動作用有限，不足以緩解其他行業(yè)對農(nóng)業(yè)資源的抽吸作用，其原因可能在于信息化雖便捷了資源下鄉(xiāng)通道，但農(nóng)村生產(chǎn)條件可能不支持農(nóng)業(yè)資源的規(guī)模投入，甚至產(chǎn)生了投資冗余，使農(nóng)業(yè)的投入產(chǎn)出比在行業(yè)間競爭更具弱勢，高附加值的非農(nóng)行業(yè)反而更能從農(nóng)業(yè)中吸取資源。此外，信息化降低的信息成本不足以彌補其帶來的調(diào)整成本，原因可能在于農(nóng)民先將信息化應(yīng)用于交流、交易及娛樂方面，暫未將信息技術(shù)充分應(yīng)用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，農(nóng)業(yè)技術(shù)擴散的成效有限，加之受限于人力資源水平，農(nóng)民暫未準確識別農(nóng)業(yè)有效信息以支撐合理的生產(chǎn)決策，可能產(chǎn)生了信息過載現(xiàn)象，反而造成無效的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重構(gòu)。

表2 門檻模型與雙固定模型估計結(jié)果

但當(dāng)農(nóng)村信息化水平邁過門檻值后，其抑制作用明顯減弱，積極影響增幅大于消極影響。原因可能在于高信息化水平拓寬了農(nóng)業(yè)應(yīng)用信息技術(shù)的深度與廣度，農(nóng)村配套設(shè)施也逐漸完善，可支撐更多農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素投入，農(nóng)業(yè)資源劣勢得以緩解；隨著高信息化水平下人力資本的提升，農(nóng)民可以接收更多信息以升級農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的體系逐漸建立起與信息化相匹配的運營模式，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重構(gòu)正朝積極方向調(diào)整。但農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的消極影響依然占主導(dǎo)，整體而言農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的促進作用暫未顯現(xiàn)。

（二）農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的空間溢出效應(yīng)

為更準確地識別農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的溢出效應(yīng)，直接分析SDM模型⑤空間自相關(guān)檢驗表明滿足空間計量先決條件；模型檢驗結(jié)果表明應(yīng)采用雙固定SDM模型。進行偏微分分解后的結(jié)果，如表3所示。

表3 不同空間權(quán)重條件下SDM模型偏微分結(jié)果

結(jié)果表明，農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的直接影響為負，以消極作用為主，和門檻效應(yīng)模型的結(jié)果一致，但考慮了空間效應(yīng)后，其抑制作用顯著性降低，信息化對本地區(qū)農(nóng)業(yè)TFP的總體抑制作用不明顯，反而對鄰近地區(qū)農(nóng)業(yè)TFP的影響顯著，且以回波效應(yīng)為主，存在空間溢出效應(yīng)。原因可能在于資源為追求信息便利主動移至信息化水平較高的地區(qū)，制約了“數(shù)字洼地”的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展，而“數(shù)字高地”吸附了更多的農(nóng)業(yè)資源，又憑借自身信息化優(yōu)勢促進農(nóng)業(yè)資源升級和生產(chǎn)成本降低；同時，前述農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的抑制作用蔓延至鄰近地區(qū)，即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極性降低引發(fā)鄰近地區(qū)的模仿行為，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重構(gòu)造成的調(diào)整成本也由于區(qū)域協(xié)同而影響至鄰近地區(qū)，產(chǎn)生顯著的空間回波效應(yīng)。在鄰近空間權(quán)重（W1）條件下農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的抑制作用最顯著，說明農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的空間回波效應(yīng)主要以地域相鄰的方式傳導(dǎo)，而經(jīng)濟因素會在一定程度上削弱此空間抑制作用。

在總效應(yīng)中，總體上W2條件下農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的系數(shù)絕對值更大，說明考慮地理距離時空間影響效應(yīng)更明顯。最后，農(nóng)業(yè)TFP本身的空間滯后項系數(shù)在W1、W2條件下通過顯著性檢驗，而W3未通過，說明農(nóng)業(yè)TFP在空間上具有明顯帶動作用，但在考慮了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平差異后此帶動作用不明顯。

（三）農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的空間門檻效應(yīng)

農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的影響既有門檻效應(yīng)，又有溢出效應(yīng)，但實證中常常將兩者割裂分析，故采用式（8）⑥空間自相關(guān)檢驗表明滿足空間計量先決條件；模型檢驗結(jié)果表明應(yīng)采用雙固定門檻SDM模型。對變量進行空間門檻回歸分析，結(jié)果如表4所示。

表4 不同空間權(quán)重條件下門檻SDM模型結(jié)果

門檻模型中，低水平農(nóng)村信息化對本地區(qū)農(nóng)業(yè)TFP的回歸系數(shù)為-0.501，而在空間門檻模型中其系數(shù)為-0.351（W1），且均通過1%水平顯著性檢驗，高水平農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的回歸系數(shù)為-0.301，而在空間門檻模型中其系數(shù)為-0.220（W1），分別通過1%和5%水平的顯著性檢驗，說明由于忽略了空間效應(yīng)，門檻模型強化了本地區(qū)農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的抑制作用。而SDM模型雖納入了空間效應(yīng)影響，但未考慮到農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的非線性影響，無法準確反映不同農(nóng)村信息化水平對農(nóng)業(yè)TFP的影響。因此，同時考慮溢出效應(yīng)和門檻效應(yīng)的門檻SDM模型能更準確揭示農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的影響關(guān)系。

由表4可知，直接效應(yīng)中，三種權(quán)重條件下農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的回歸系數(shù)均顯著為負，且信息化水平越高，總體抑制作用越小，與前述結(jié)論相同。間接效應(yīng)中，三種權(quán)重條件下農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的空間回歸系數(shù)均顯著為負，且高水平農(nóng)村信息化的系數(shù)絕對值更小，說明高水平的農(nóng)村信息化對鄰近地區(qū)TFP的抑制作用減弱，可能是因為低水平信息化條件下，“數(shù)字洼地”非常普遍，僅有的“數(shù)字高地”信息化優(yōu)勢明顯，勞動力等資源向信息化水平更高的地區(qū)轉(zhuǎn)移，“數(shù)字洼地”缺少農(nóng)業(yè)升級優(yōu)化的生產(chǎn)要素；而高水平信息化條件下，“數(shù)字高地”開始帶動周邊地區(qū)的信息化發(fā)展，地區(qū)間信息化水平差距縮小，資源轉(zhuǎn)移規(guī)模降低，從而使得信息化對農(nóng)業(yè)TFP的空間抑制作用減弱，但由于生產(chǎn)要素始終傾向于從“數(shù)字洼地”轉(zhuǎn)移至“數(shù)字高地”，空間回波效應(yīng)依然占據(jù)主導(dǎo)作用。

（四）對于實證結(jié)果的討論

實證部分證明了農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的影響存在生產(chǎn)率悖論，一些文獻持類似觀點（Oreglia，2013；Salemink等，2015），但也有文獻得到相反結(jié)果（于淑敏等2011；韓海彬等2015）。究其原因，國內(nèi)現(xiàn)有研究著眼于全國（研究尺度為國家或省域），忽略了地區(qū)間或地區(qū)內(nèi)的異質(zhì)性，而本文著眼于市級數(shù)據(jù)，縮小了農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的研究尺度，為探究兩者關(guān)系提供了新視角。高水平的信息化通常也伴隨著更先進的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進程對農(nóng)業(yè)產(chǎn)生了排擠，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)積極性不高，國民經(jīng)濟重視程度不夠，人力資本受限，加之信息化作用具有時滯性并產(chǎn)生調(diào)整成本，研究區(qū)域內(nèi)農(nóng)村信息化并未像政策預(yù)期那樣促進農(nóng)業(yè)TFP提高。

實證部分還證明了農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的溢出效應(yīng)和門檻效應(yīng)，和已有研究結(jié)果相似（韓海彬等，2015；高楊等，2018）。在溢出效應(yīng)中，本文證實了農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的空間回波效應(yīng)，這符合繆爾達爾和赫希曼的描述：回波效應(yīng)總是先于和大于擴散效應(yīng)，但在農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程中，信息化依然有利于降低農(nóng)業(yè)信息成本、優(yōu)化農(nóng)業(yè)資源配置，進而擴大數(shù)字優(yōu)勢的輻射范圍。在門檻效應(yīng)中，農(nóng)村信息化水平的提高對農(nóng)業(yè)TFP的影響總體可觀，未來在弱化信息化帶來的農(nóng)業(yè)調(diào)整成本和農(nóng)業(yè)資源劣勢后，農(nóng)村信息化有可能對農(nóng)業(yè)TFP產(chǎn)生促進作用。

最后，本文雖證實了農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的影響及其溢出效應(yīng)和門檻效應(yīng)，并測度了影響結(jié)果，但囿于數(shù)據(jù)及方法，無法具體測度特定影響路徑、特定影響因素的作用效果。未來可考慮引入中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，測度特定因素的作用機理。

五、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

本文利用江浙皖贛2008～2019年的市級面板數(shù)據(jù)，分別采用門檻模型、SDM模型、門檻SDM模型探究3種空間權(quán)重條件下農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的非線性空間影響效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：第一，農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP具有抑制作用，存在生產(chǎn)率悖論現(xiàn)象；第二，在不同空間權(quán)重條件下農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP均產(chǎn)生負向的空間影響，具有回波效應(yīng)，且地理距離權(quán)重條件下的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)均強于其他空間權(quán)重；第三，農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的影響具有顯著門檻效應(yīng)，隨著農(nóng)村信息化水平提高，農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的直接抑制作用和空間回波效應(yīng)均有所減弱。

（二）政策建議

第一，積極推進“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”，拓展信息技術(shù)應(yīng)用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的深度與廣度，并采取干預(yù)政策，如金融支持、優(yōu)化公共服務(wù)等，降低農(nóng)業(yè)資源在行業(yè)間轉(zhuǎn)移的主動性，避免因調(diào)整成本和農(nóng)業(yè)資源抽吸引致的生產(chǎn)率悖論現(xiàn)象。

第二，統(tǒng)籌協(xié)調(diào)地區(qū)均衡發(fā)展，做好區(qū)域間農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施、農(nóng)村公共服務(wù)設(shè)施、政策體系等的互聯(lián)互通，引導(dǎo)資源在區(qū)域間合理流動，削弱農(nóng)村信息化對農(nóng)業(yè)TFP的空間回波效應(yīng)。

第三，深刻認識鄉(xiāng)村振興作為一項系統(tǒng)工程的復(fù)雜性與持久性，持續(xù)完善農(nóng)村信息化基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)及其他設(shè)施配套體系，通過引導(dǎo)行業(yè)間生產(chǎn)要素合理配置支撐農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展，助推農(nóng)業(yè)信息化與農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化。